Validatie van de FFMQ aan de hand van aandacht
Door: Johannes Wimberg Studentnummer: 10004448 Begeleider: Robert Zwitser Datum: 27 mei 2016
Abstract
De Five Facet Mindfulness Questionnaire is een vragenlijst welke ‘trait mindfulness’ meet. Onderzoek naar de validiteit heeft zich exclusief op de convergente validiteit met maten van emotieregulatie gericht. Echter heeft mindfulness ook effecten op cognitieve functies, zoals aandacht. Hier zal evidente verzameld worden voor de convergente validiteit met aandacht volgens Posner & Peterson (1990). Bij 56 studenten van de Universiteit van Amsterdam is de FFMQ en de attention network task afgenomen. Hierbij kwam naar voren dat de FFMQ-totaalscore met aandacht en alerting positief samenhangt. De observe- en actaware-schaal hebben een positief verband met globale aandacht, de describe-schaal heeft een positief verband met alerting. De resultaten geven een positieve indruk voor de validiteit van de FFMQ met betrekking tot aandacht.
Inleiding
Mindfulness wordt in toenemende mate in psychologische interventies toegepast, bv. Mindfulness-based Stress Prevention (Kabat-Zinn, 2003), Acceptance and Commitment Therapy (Hayes, Follette, & Linehan, 2004), Mindfulness-based Cognitve Therapy (Segal, Williams, & Teasdale, 2013), en Dialectical Behavior Therapy (Linehan, 1993). Volgens Kabat-Zinn (1994) is mindfulness een oefening waarbij de aandacht op het tegenwoordige moment in een open en niet beoordelende attitude gericht wordt. Er zijn echter divergerende concepten van mindfulness, toch hebben ze doorgaans de concentratie van aandacht gemeen (voor een overzicht over conceptualisaties van mindfulness, zie Chiesa, 2013). De
toenemende toepassing van mindfulness gaat gepaard met het opkomen van tests voor
mindfulness. Ook deze divergeren sterk in hun operationalisatie van mindfulness (Sauer et al., 2013, Bergomi et al., 2012).
Onder deze vragenlijsten is de Five Facet Mindfulness Questionnaire (FFMQ) een veelgebruikte test. De meetpretentie van de FFMQ is hierbij ‘trait’ mindfulness, wat verschilt van de ‘state’ mindfulness waar mindfulness (oftewel meditatie) geoefend wordt. Trait mindfulness is in principe de gegeneraliseerde attitude van meditatie welke een trek van de persoon geworden is (Thompson & Walz, 2007). De FFMQ is ontwikkeld door Baer, Smith, Hopkins, Krietemeyer, & Toney (2006). Het is een versmelting van alle toen bestaande psychologische tests over mindfulness naar aanleiding van factoranalyses. De FFMQ ontbeert
een eigen theoretische onderbouwing. Onderzoek naar de validiteit van de FFMQ is daarom van bijzonder belang.
De psychometrische eigenschappen van de FFMQ zijn positief beoordeeld met
betrekking tot maten van emotieregulatie. De FFMQ vertoont goede divergente validiteit, wat aangetoond wordt door negatieve verbanden met psychopathologische symptomen, bv. alexithymie, angst, dissociatie, ruminatie (Baer et al., 2006, Baer et al., 2008, de Bruin et al., 2012, Giovannini et al., 2014, Veehof et al., 2011), depressie (Petrocchi et al., 2016)
alcoholgebruik (Fernandez et al., 2010), en roken (Spears et al., 2015). Hoge FFMQ-scores zijn aldus met een lagere mate van psychopathologische symptomen verbonden. Het bestaande validiteitsonderzoek richt zich vooral op aspecten van emotieregulatie om de validiteit van de FFMQ te bevestigen. In klinisch onderzoek is dat ook het meest relevant, toch is emotieregulatie niet het enige aspect dat door mindfulness gunstig beïnvloed wordt. Als met andere beduidende constructen niet rekening gehouden wordt is het heikel om alleen op basis van emotieregulatie conclusies over de validiteit van de FFMQ te trekken. Derhalve is het van uiterst belang dat onderzoek naar de validiteit de hele bandbreedte van met
mindfulness verbonden aspecten bekijkt.
Problematisch voor het validiteitsonderzoek met behulp van verdere aspecten is de veelvoud aan conceptualisaties van mindfulness. Er is geen overeenstemming over de componenten en processen bij mindfulness (Chiesa, 2013). Echter zijn in de laatste jaren literatuuroverzichten over de cognitieve en affectieve effecten van mindfulness gepubliceerd. Volgens Hölzel, Lazar, Gard, Schuman-Olivier, Vago, & Ott (2011) zijn er vier aspecten welke door mindfulness getraind worden: 1. verbeterd richten en houden van de aandacht, 2. betere emotieregulatie, zichtbaar door extinctie tijdens de praktijk en reappraisal, 3. een sterker lichaamsbewustzijn, en 4. een ontkoppeld perspectief op het zelf. Het aspect van de aandacht staat ook in andere modellen centraal. Tang, Hölzel, & Posner (2015) noemen sterkere aandacht als gevolg van mindfulness, naast sterkere emotieregulatie en een ontkoppeld perspectief op zichzelf. Ook Malinowski (2015) beschrijft in zijn Liverpool Mindfulness model aandacht, emotionele flexibiliteit en cognitieve flexibiliteit als kernprocessen van mindfulness. Hieruit wordt duidelijk dat aandacht een essentiële
component van mindfulness is. Voor de validiteit van de FFMQ is het belangrijk dat er een samenhang met aandacht is. Echter hebben zich validiteitsstudies tot heden niet op deze vraag gericht. Het doel van deze studie is dan ook om evidentie voor convergente validiteit met aandacht te verkrijgen.
Posner & Peterson (1990) hebben en model van aandacht ontwikkeld, dientengevolge drie netwerken onderdeel van aandacht zijn: 1. het alerting netwerk is betrokken bij het in stand houden van de aandacht op een stimulus, 2. het executive control (of conflict
monitoring) netwerk houdt bij of de aandacht op de stimuli gericht is die relevant zijn voor de tegenwoordige doelen, 3. het orienting netwerk is betrokken bij het losmaken van een
stimulus en het richten op een nieuwe stimulus. Onderzoek naar mindfulness heeft aangetoond dat mindfulness een gunstige invloed op deze aandachtsnetwerken heeft. Mindfulness heeft een effect op conflict monitoring zelfs na korte interventies, evenals het orienting-netwerk (van den Hurk et al., 2010, Jha et al., 2007, Chan & Woollacott, 2007). Op alerting is alleen onder zeer ervaren mediterenden een effect te vinden (Jha et al., 2007, Tang et al., 2015). Voor de convergente validiteit van de FFMQ is het van belang dat deze een verband met alle drie netwerken heeft.
Aandacht zal in dit onderzoek worden gemeten met de attention network task (ANT, Fan et al., 2002). Er is voor de ANT gekozen omdat deze taak aandacht meet zonder
neurofysiologische maten te vereisen. Verder heeft voorafgaand onderzoek bij de ANT
consistent verschillen tussen leken en mediterende mensen vastgesteld, terwijl de bevindingen bij andere taken inconsistent zijn (Malinowski, 2015). De ANT levert vier scores, de globale reactietijd als maat voor aandacht in het algemeen, en voor elk netwerk een specifieke effect-score die gebaseerd is op
Het doel van voorliggend onderzoek is de validatie van de FFMQ door middel van aandacht. Om dat te onderzoeken wordt de FFMQ en een aandachtstaak afgenomen. Er is voor de attention network task (Fan et al., 2002) gekozen. Er zijn geen specifieke hypotheses opgesteld, dit onderzoek exploreert veelmeer de samenhang tussen FFMQ en aandacht. Voor de validiteit van de FFMQ is het echter belangrijk dat er positieve verbanden met aandacht gevonden worden.
Methode
Goedkeuring ethische commissie
Vooraf aan het onderzoek is een goedkeuring van de ethische commissie van de universiteit van Amsterdam gevraagd. Deze is gegeven op 15 maart 2016. Het onderzoek werd in de periode van 21 maart 2016 tot 15 april 2015 uitgevoerd.
Deelnemers
De proefpersonen zijn bachelorstudenten psychologie aan de Universiteit van Amsterdam. Deze doen aan het experiment voor studiepunten mee. Het experiment wordt online op een website van de universiteit gepresenteerd en de studenten kunnen zich voor deelname aanmelden. De studenten komen naar een laboratorium-ruimte van de faculteit om de vragenlijsten & taken te doen.
Demografische vragenlijst
Er wordt naar leeftijd, geslacht, en nationaliteit van de proefpersonen gevraagd. Daarna wordt gevraagd of de proefpersoon regelmatig aan yoga en mindfulness doet. Als de proefpersoon regelmatige mindfulness-praktijk aangeven, wordt in een vervolgscherm de praktijkduur, frequentie, en sessieduur afgevraagd.
Als de proefpersoon aangeeft, wel regelmatig mindfulness te oefenen, worden
vervolgvragen gesteld. Eerst wordt de duur sinds de proefpersoon MFL oefent aangegeven (< 6 maanden, 6-12maanden, 1-2 jaar, 2-5 jaar, 6-10 jaar, > 10 jaar). Dan wordt naar de
frequentie gevraagd waarmee mindfulness geoefend wordt (dagelijks, alle paar dagen, wekelijks, alle paar weken, maandelijks, alle paar maanden). Tenslotte wordt gevraagd naar de gebruikelijke duur van een mindfulness-sessie in minuten (0-10, 11-20, 21-30, 31-45, 46-60, > 60).
Five Facet Mindfulness Questionnaire (FFMQ)
De FFMQ (Baer et al., 2006) bestaat uit 39 items met vragen over trek mindfulness. Vijf schalen zijn onderdeel van de FFMQ. De observe-schaal bevat items over het
gewaarworden van interne en externe signalen (acht items, bv. “Als ik loop let ik bewust op hoe de beweging van mijn lichaam voelt.”). De describe-schaal bevat items over de neiging om sensaties verbaal te benoemen (7 items, bv. “Ik ben goed in het vinden van woorden om mijn gevoelens te beschrijven.”). De acting with awareness (actaware)-schaal meet de neiging om het tegenwoordige doen met vol bewustzijn uit te voeren, wat in tegenstelling staat tot tot automatische handelingen (8 items, bv. “Als ik iets aan het doen ben dwalen mijn gedachten af en ben ik snel afgeleid.”). De nonjudging-schaal meet de neiging eigen
ervaringen met een niet oordelende attitude te bekijken (8 items, bv. “Ik bekritiseer mezelf voor het hebben van irrationele of ongepaste emoties.”). De nonreactivity-schaal meet de neiging om eigen ervaringen waar te nemen zonder zich daardoor emotioneel in beslag te
laten nemen (7 items, bv. “Ik neem mijn gevoelens en emoties waar zonder dat ik er op hoef te reageren.”).
De deelnemers geven op een vijfpuntsschaal aan in hoeverre de uitspraken op hun van toepassing zijn (1 = Nooit of bijna nooit waar, 2 = zelden waar, 3 = soms waar, 4 = vaak waar 5 = heel vaak of altijd waar).
Deelnemers met Nederlands als moedertaal vullen een Nederlandse vertaling in. Deze houdt dezelfde items in als de oorspronkelijke Engelse versie en vertoont vergelijkbare psychometrische eigenschappen (de Bruin et al., 2012, Veehof et al., 2011).
Attention Network Task
De attention network task is een taak waar de proefpersonen op een cue reageren. Ze moeten d.m.v. twee toetsen aanwijzen in welke richting een pijl wijst. Dat pijltje wordt boven of beneden een centraal fixatiekruis getoond. Soms wordt het pijltje geflankeerd door elk twee pijltjes links en rechts van dat pijltje. Deze wijzen allemaal of in dezelfde richting of in de andere richting van het centrale pijltje.
Voor vertoon van het pijltje zijn er vier zogenaamde cue-condities, waar een zwart punt als cue dient. In één conditie wordt geen cue getoond. Soms wordt een zwart punt op het centrale fixatiekruisje getoond. Soms wordt één zwart puntje getoond op de locatie waar het pijltje gaat verschijnen. In de laatste conditie worden twee punten getoond, boven en beneden het fixatiekruisje.
Initieel wordt alleen het fixatiekruisje getoond (400ms). Dan wordt een cue gedurende 100ms aangetoond. Daarop volgt weer een pauze van 400ms met alleen het fixatiekruisje. Dan worden de pijltjes getoond. De proefpersonen moeten binnen 1700ms reageren, anders wordt de reactie niet geteld.
De aandachtsnetwerken worden gemeten in differenties van reactietijden. Voor de alerting-score wordt de RT in condities met de dubbele cue afgetrokken van de RT in condities zonder enige cue. In beide condities wordt de aandacht even op de locaties
verspreid, maar in de dubbele cue condities worden de proefpersonen geïnformeerd over het onmiddellijke verschijnen van het pijltje, ze worden in een waakzame staat gebracht. Als geen cue getoond wordt, gebeurt dat echter niet. In de dubbele cue condities zijn de reactietijden kleiner vergeleken met de reactietijden in de condities zonder cue. De score geeft de tijd aan die iemand sneller reageert nadat iemand alert gemaakt wordt op een komende cue.
De orienting-score wordt berekend door de reactietijd in conditie met centrale cue af te trekken van de reactietijd in condities waar de cue de locatie van het pijltje aanwijst. Door
de locatie van het pijltje aan te wijzen wordt de aandacht gericht op de locatie, zodat de proefpersonen sneller moesten reageren dan wanneer een centrale cue getoond wordt. De score drukt de reductie van de reactietijd uit wanneer de locatie van het pijltje aangewezen wordt.
De conflict-score (als maat voor het conflict monitoring netwerk) wordt berekend door de reactietijd in condities waar de flankerende pijltjes in de andere richting wijzen als de centrale pijl afgetrokken van de reactietijd in condities waar de flankerende pijltjes in dezelfde richting wijzen. Het is een mate voor de snelheid van conflict-resolutie.
Naast de specifieke aandachtsnetwerken wordt aandacht in het algemeen onderzocht. Daarvoor wordt de gemiddelde reactietijd in alle trials met goede responsen genomen. De ANT wordt aangeboden met de cue presentatie software Inquisit 4.0.8.0 van Millisecond Inc. (http://www.millisecond.com).
Resultaten
Deelnemers
De steekproef omvat N = 56 proefpersonen. De gemiddelde leeftijd is 21.84 jaar (SD = 2,85). 44 proefpersonen (78,6%) zijn vrouwelijk. Een subgroep van 8 proefpersonen (14.3%) gaf aan, regelmatig aan mindfulness te doen. In tabel 1 wordt de gegevens over duur van regelmatige praktijk, frequentie, en sessieduur van deze subgroep getoond.
Tabel 1
Duur van regelmatige praktijk, frequentie, en sessieduur bij de 8 proefpersonen welke aan mindfulness doen.
n %
Duur sinds wanneer mindfulness regelmatig beoefend wordt :
< ½ jaar 4 50.0 ½ – 1 jaar 0 1 – 2 jaar 3 37.5 2 – 5 jaar 1 12.5 5 – 10 jaar 0 > 10 jaar 0
Frequentie van beoefening:
Dagelijks 2 25.0
Alle paar dagen 2 25.0
Wekelijks 3 37.5
Alle paar weken 0
Maandelijks 0
Alle paar maanden 1 12.5
Gebruikelijke duur van een sessie in minuten: < 10 4 50.0 10 – 20 1 12.5 20 – 30 0 30 – 45 1 12.5 45 – 60 1 12.5 > 60 1 12.5 FFMQ
Voor elke subschaal zijn in tabel 2 de gemiddelde scores, standarddeviaties, en Cronbachs α als maat voor de interne consistentie getoond. In tabel 3 worden de intercorrelaties van de FFMQ-schalen getoond.
Vooraf aan de analyses is gekeken naar de tijd in welke de proefpersonen de FFMQ ingevuld hebben. De meeste proefpersonen deden aan onderzoek mee als verplicht onderdeel van hun studie. Daardoor zou de motivatie laag zijn om de vragenlijsten accuraat in te vullen, zodat de FFMQ mogelijkerwijs willekeurig ingevuld is. Dergelijke gevallen zouden er uit de analyses uitgesloten moeten worden vanwege een vertekenend effect op de resultaten. Gemiddeld besteedden de proefpersonen 5.02 minuten aan de FFMQ (SD = 1.77 min). Er is gekeken naar de interne consistentie van de FFMQ voor de proefpersonen die de vragenlijsten in minder dan 3.3 minuten ingevuld hebben. Minder dan 3.3 minuten leek bedenkelijk laag te zijn. Echter is Cronbachs α voor deze subgroep 0.74, wat lager is dan de interne consistentie van de gehele steekproef, maar voldoende is om aan te nemen dat de vragenlijst niet
willekeurig ingevuld werd. De analyses worden daarom met de data van alle proefpersonen uitgevoerd.
Tabel 2
Gemiddelde scores, standaarddeviaties, en indices van interne consistentie voor elke subschaal van de FFMQ.
Schaal M SD Cronbachs α Observe 24.70 4.38 0.74 Descibe 28.61 5.25 0.89 Actaware 24.46 6.23 0.93 Nonjudging 26.46 6.50 0.92 Nonreactivity 22.27 3.65 0.71 Totaal 126.50 16.10 0.90 Tabel 3
Intercorrelaties van de FFMQ-schalen.
Observe Describe Actaware Nonjudging Nonreactivity Totaal
Observe – – .13 .05 .01 .18 .30* Describe – .13 – .34* .37** .16 .61** Actaware .05 .34* – .49** .19 .75** Nonjudging .01 .47* .49** – .30* .78** Nonreactivity .18 .16 .19 .30* – .52** Totaal .30* .61** .75** .78** .62** – Noot. * p < .05. ** p < .01. ANT
De gemiddelde reactietijd bij correcte responsen, de scores voor het conflict-, alerting-, en orienting-effect zijn in tabel 4 getoond.
Voor de vervolganalyses is het van belang om een normaalverdeling van de ANT-scores te verifiëren. Figuur 1–4 tonen histogrammen voor respectievelijk de gemiddelde reactietijd bij goede responsen, de alerting-scores, de conflict-scores, en de orienting-scores. In alle histogrammen lijken de data normale verdelingen te schetsen. Om deze indruk te verifiëren worden P-P plots onderzocht. In figuur 5–8 worden P-P plots getoond voor respectievelijk de gemiddelde reactietijd bij goede responsen, de alerting-scores, de conflict-scores, en de orienting-scores. Deze plotten de verwachtte cumulatieve kans van een
observatie tegen de daadwerkelijke geobserveerde cumulatieve kans. In alle plots trekken de data trekken ongeveer de van een normaalverdeling verwachtte lijn. Er zijn geen grote afwijkingen, zodat aangenomen wordt dat alle ANT-scores normaal verdeeld zijn.
Tabel 4
Gemiddelde ANT-scores en standaarddeviaties
Schaal M SD
Gemiddelde reactietijd bij correcte responsen.
404 ms 38 ms
Conflict-effect. 52 ms 21 ms Alerting-effect. 25 ms 18 ms Orienting-effect. 82 ms 43 ms
Verbanden tussen FFMQ en aandacht
Om naar verbanden tussen de FFMQ en aandacht te kijken, worden per ANT-score correlaties van de FFMQ-subschalen en de FFMQ-totaalscores besproken. Bij de ANT zijn vier scores van belang: de gemiddelde reactietijd als maat voor aandacht in het algemeen, en drie specifieke netwerk-scores, één voor elk aandachtsnetwerk.
Vooraf aan de analyses worden de assumpties gecontroleerd. Voor Pearson-correlaties zijn vier assumpties van belang: a) normale dataverdeling, b) homoscedasticiteit, c) lineaire verbanden tussen de onafhankelijke en afhankelijke variabele, en d) geen significante uitschieters. De verdeling van de uitkomstdata is reeds besproken, hieraan is bij alle uitkomstvariabelen voldaan. Voor de assumptie van homoscedasticiteit zijn plots gemaakt waar de de geobserveerde residuen geplot zijn tegen de verwachtte residuen. In figuur 9-12 zijn de plots voor respectievelijk de gemiddelde reactietijd, alerting-scores, conflict-scores, en orienting-scores getoond. Uit de plotten wordt duidelijk dat de data een ronde willekeurige wolk om de oorsprong van het coördinatensysteem vormen. Daarmee is aan de assumptie van homoscedasticiteit voldaan. Bovendien geven deze plots (in figuur 9-12) met de
geobserveerde verdelingen ook een aanwijzing voor lineaire relaties tussen de variabelen. Er wordt uit deze reden tegelijk aangenomen dat de data een lineaire functie volgen. Om
uitschieters te identificeren zijn z-scores berekend. Residuen welke meer dan drie
effect op de resultaten hebben. Deze gevallen worden uit de analyses uitgesloten. Waar dat het geval is, wordt het vermeld.
Verband tussen de FFMQ en aandacht in het algemeen.
In een eerste stap wordt de samenhang tussen de FFMQ en aandacht als globaal concept onderzocht. Als maat voor aandacht wordt de gemiddelde reactietijd bij alle trials met goede responsen genomen. In tabel 5 zijn de Pearson-correlaties tussen de FFMQ en de gemiddelde reactietijd getoond. Hieruit komt naar voren dat de totaalscore een sterk negatief verband met de gemiddelde reactietijd heeft, r (54) = – .35, p < .01. Verder hebben twee subschalen sterke negatieve verbanden, namelijk de observe schaal, r (54) = – .34, p < .05, en de actaware-schaal, r (54) = – .39, p < .05. De andere subschalen hebben geen significante verbanden. De negatieve verbanden met reactietijd betekenen dat de FFMQ een positief verband met aandacht heeft, want een lagere reactietijd reflecteert betere prestaties. Hoe hoger de FFMQ-score, hoe beter aldus aandacht.
Vervolgens worden de Pearson-correlaties tussen FFMQ en de aandachtsnetwerken volgens Posner & Peterson (1990) gerapporteerd. Een grotere netwerk-score betekent betere prestaties in het betreffende netwerk. Positieve verbanden met de ANT-netwerk-scores zijn voor de convergente validiteit van de FFMQ van belang.
Verband tussen de FFMQ en alerting.
Als maat voor het alerting netwerk worden de ANT-alerting-effect-scores gebruikt. In tabel 5 staan de correlaties tussen de FFMQ en alerting-scores. De FFMQ-totaalscore heeft een significant, matig sterk positief verband met de alerting-scores, r (54) = .27, p < .05. Van de subschalen heeft de describe-schaal een sterk positief verband met de alerting-scores, r (54) = .31, p < .05. Hoe beter de FFMQ-scores, hoe groter de winst in reactietijd wanneer de target cue van een andere cue aangekondigd wordt. Het betekent dat hogere FFMQ met een beter alerting-netwerk samenhangt.
Verband tussen de FFMQ en conflict monitoring.
Als maat voor het conflict monitoring netwerk wordt de ANT-conflict-effect-score gebruikt. In de uitkomstdata waren twee uitschieters waarvan de residuen meer dan 3.3 standaarddeviaties onder de gemiddelde conflict-score lagen. Het is hier aannemelijk dat de proefpersonen vermoeid of niet gemotiveerd waren. Omdat deze de resultaten zouden kunnen vertekenen zijn de analyses uitgevoerd zonder rekening te houden met deze twee gevallen. In
tabel 5 staan de correlaties tussen de FFMQ en conflict monitoring. Hieruit wordt duidelijk dat nog de FFMQ-totaalscore nog enkele subschalen significant samenhangen met de conflict-scores.
Verband tussen de FFMQ en orienting.
Voor de samenhang tussen de FFMQ en het orienting-netwerk wordt de ANT orienting effect score gebruikt. De Pearson-correlaties staan in tabel 5. Ook hier hebben nog de totaalscore nog de subschalen van de FFMQ significante verbanden met de orienting-scores.
Tabel 5
Pearson-correlaties tussen de FFMQ-subschalen en ANT-scores.
Gemiddelde reactietijd (n = 56) Conflict Score (n = 54) Alerting Score (n = 56) Orienting Score (n = 56) Observe – .34* – .11 – .06 – .11 Describe – .06 .15 .31* – .17 Actaware – .39* –.02 .15 .10 Nonjudging –.19 .08 .19 .07 Nonreactivity – .21 .03 .20 – .19 Totaal – .35** .05 .27* – .06 Noot. * p < .05. ** p < .01
Conclusies & Discussie
In deze studie wordt evidentie gezocht voor convergente validiteit van de FFMQ met betrekking tot aandacht. Aan de hand van het model van Posner & Peterson (1990) wordt de samenhang van de FFMQ-schalen met aandacht in het algemeen en diens specifieke
netwerken onderzocht. Voor de validiteit van de FFMQ was verondersteld dat er sprake moet zijn van positieve verbanden met aandacht.
Als aandacht als globaal concept bekeken wordt, zo hangt de FFMQ-totaalscore sterk positief daarmee samen. Van de subschalen hangen de observe- en actaware-schalen sterk positief met aandacht samen. Van de andere subschalen zijn geen significante verbanden gevonden. Echter hoeft het niet tegen de validiteit van de FFMQ te spreken dat enkele subschalen niet samenhangen met aandacht. Eventueel wordt een verband met aandacht eerst
in de totaalscore duidelijk omdat de eerst interactie tussen de schalen eerst een betekenisvol samenhang met aandacht vormt. Aangezien de totaalscore wel met aandacht samenhangt, wordt geconcludeerd dat de bevindingen in lijn zijn met wat van de FFMQ verwacht wordt. Er is dus sprake van convergente validiteit, de FFMQ is in staat om mindfulness correct te meten, tenminste als het gaat om het aspect van aandacht.
Wat betreft de aandachtsnetwerken, zo zijn er positieve verbanden met het alerting-netwerk gevonden. De FFMQ-totaalscore heeft matig sterk positief verband met alerting. Van de FFMQ-subschalen heeft de describe-schaal een sterk positief verband met alerting. De andere schalen hebben geen verband. Dat de andere subschalen geen verband vertonen, wordt hier ook niet als bewijs tegen de validiteit gezien omdat de interactie tussen de schalen
belangrijk lijkt te zijn. Aangezien de totaalscore wel ermee samenhangt, kan ook hier sprake zijn van convergente validiteit met alerting.
Bij de andere aandachtsnetwerken, namelijk conflict monitoring en orienting, zijn geen verbanden met de FFMQ gevonden. Bij conflict monitoring zijn de ontbrekende verbanden onverwacht, omdat mindfulness zelfs bij beoefening op korte termijn een positief effect op dit netwerk heeft (van den Hurk et al., 2010, Jha et al., 2007, Chan & Woollacott, 2007). Echter is de power van de analyses voor het verband tussen FFMQ-totaalscores en de ANT-conflict-scores zeer laag, in vervolgonderzoek met grotere steekproeven valt dit verband nog eens beproefd te worden. Bij orienting zijn de ontbrekende verbanden minder
onverwacht, want hier heeft mindfulness pas bij beoefening op lange termijn een sterk effect. Bij de nonjudging- en nonreactivity-schalen is geen enkel verband met aandacht gevonden. Deze resultaten zijn echter niet onaannemelijk, want deze schalen meten aspecten welke sterk met emotieregulatie te maken hebben. De nonjudging-schaal meet de neiging om emotionele ervaringen zonder oordeel over zichzelf en anderen waar te nemen, en de
nonreactivity-schaal meet de neiging om emoties waar te nemen zonder ervan overspoeld te worden. Dit zijn vaardigheden welke weinig met aandacht te maken hebben. Deze indruk wordt versterkt door voorafgaand onderzoek, want deze beide schalen hangen het sterkst met maten van emotieregulatie samen, terwijl de andere schalen verhoudingsgewijs matige of geen verbanden vertonen (Baer et al., 2008, de Bruin et al., 2012). Het is daarom absoluut plausibel dat de nonjudging- en nonreactivity-schaal geen samenhang vertonen met aandacht. Ze meten andere facetten van mindfulness.
Er zijn sommige tekorten in het voorliggende onderzoek. Een eerste tekort is de steekproef welke nogal klein is. Als gevolg is de power van de meeste analyses bedenkelijk laag, waardoor het waarschijnlijk niet mogelijk was om significante resultaten te detecteren.
Vervolgonderzoek met grotere steekproeven zou zekerheid verschaffen. Verder zou het gebruik van alternatieve taken en of neurofysiologische metingen zou kunnen helpen om significante samenhangen te detecteren.
In dit artikel zijn vijftien correlaties berekend. De kans op een type 1 fout wordt daardoor sterk vergroot. In een dergelijke situatie zou het eigenlijk belangrijk zijn om
correcties zoals Bonferroni-correcties te gebruiken. Voor dit onderzoek zou het betekenen dat er geen enkel resultaat significant is. De FFMQ zou aldus helemaal geen verband met
aandacht hebben. Er is echter van Bonferroni-correcties afgezien vanwege diens zeer conservatieve aanpak. Het is namelijk ook mogelijk dat hier sprake is van type 2 fouten. Eigenlijk significante resultaten worden niet als significant gedetecteerd. Dit probleem wordt als groter gevaar geacht dan het gevaar van eigenlijk niet significante verbanden. Het is aan vervolgonderzoek met grotere steekproeven om een definitief antwoord te vinden.
Verder moet opgemerkt worden dat maar een klein deel van de steekproef uit mensen met ervaring in meditatie bestaat. Eventueel is het verband tussen FFMQ en aandacht anders onder leken vergeleken met een populatie met aan meditatie praktiserende mensen.
Bijvoorbeeld zou het aan de steekproef kunnen liggen dat geen verbanden tussen de FFMQ en conflict monitoring evenals orienting gevonden zijn. Voorafgaand onderzoek Van Eisenlohr-Moul et al. (2012) en Desrosiers et al. (2013) heeft aangetoond dat er een differentiële samenhang is tussen leken en mediterende mensen met betrekking tot middelenmisbruik. Terwijl er een positief verband met middelenmisbruik is onder mensen welke niet aan mindfulness doen, is er een negatief verband onder mediterende mensen. Eventueel gebeurt een soortgelijk patroon ook bij aandacht, zodanig dat er eerst verbanden gevonden worden als mensen met ervaring in meditatie getest worden. Vervolgonderzoek zou deze potentiële differentiële samenhang onder de loep moeten nemen.
Tenslotte is aandacht maar één functie van een reeks van cognitieve functies waarop mindfulness een invloed heeft. Voor onderzoek naar de validiteit van de FFMQ is dat niet voldoende. Volgens Chiesa (2011) heeft mindfulness ook op executieve functies en werkgeheugen een positief effect. Voor vervolgonderzoek is van belang dat ook de samenhang van de FFMQ met deze functies getest wordt.
Samenvattend kan voorzichtig gezegd worden dat de FFMQ aanwijzingen vertoont voor convergente validiteit met aandacht, een van de meest belangrijke cognitieve aspecten waarop mindfulness een effect heeft. Ook al zijn nog open vragen ten aanzien van de samenhangen met de aandachtsnetwerken, zo geven de bevindingen in dit onderzoek een voorzichtig positieve indruk van de FFMQ voor zijn gebruik in onderzoek waar de toepassing
van mindfulness getoetst wordt of als de samenhang tussen mindfulness en andere constructen onderzocht wordt.
Figuur 1. Histogram van de gemiddelde reactietijd in de ANT.
Figuur 3. Histogram van de conflict-effect-scores.
Figuur 5. P-P plot voor de gemiddelde reactietijd in de ANT.
Figuur 7. P-P plot voor de conflict-scores.
Figuur 9. Plot van geobserveerde gestandaardiseerde residuen tegen voorspelde gestandaardiseerde residuen, bij reactietijd.
Figuur 10. Plot van geobserveerde gestandaardiseerde residuen tegen voorspelde gestandaardiseerde residuen, bij ANT-alerting-scores.
Figuur 11. Plot van geobserveerde gestandaardiseerde residuen tegen voorspelde gestandaardiseerde residuen, bij ANT-conflict-score.
Figuur 12. Plot van geobserveerde gestandaardiseerde residuen tegen voorspelde gestandaardiseerde residuen, bij ANT-orienting-score
Referenties
Baer, R. A., Smith, G. T., Hopkins, J., Krietemeyer J., & Toney, L. (2006). Using self-report assessment methods to explore facets of mindfulness. Assessment, 13(1), 27-45.
Baer, R. A., Smith, G. T., Lykins, E., Button, D., Krietemeyer, J., Sauer, S., … Williams, J. M. G. (2008). Construct validity of the five facet mindfulness questionnaire in meditating and nonmeditating samples. Assessment, 15(3), 329-342.
Bergomi, C., Tschacher, W., & Kupper, Z. (2012). The Assessment of Mindfulness with Self-Report Measures: Existing Scales and Open Issues. Mindfulness, 4(3), 191-202. Bergomi, C., Tschacher, W., & Kupper, Z. (2012). The Assessment of Mindfulness with
Self-Report Measures: Existing Scales and Open Issues. Mindfulness, 4(3), 191-202.
Chan, D., & Woollacott, M. (2007). Effects of Level of Meditation Experience on Attentional Focus: Is the Efficiency of Executive or Orientation Networks Improved? The Journal
of Alternative and Complementary Medicine. 13(6), 651-658.
Chiesa, A., Calati, R., & Serretti, A. (2011). Does mindfulness training improve cognitive abilities? A systematic review of neuropsychological findings. Clinical Psychology
Review, 31(3), 449-464.
Chiesa, A. (2013). The difficulty of defining mindfulness: current thought and critical issues. Mindfulness, 4, 255-268.
Christopher, M. S., Neusser, N. J., Michael, P. G., & Baitmangalkar, A. (2012). Exploring the psychometric properties of the five facet mindfulness questionnaire. Mindfulness, 3, 124-131.
Christopher, M. S., Woodrich, L. E., & Tiernan, K. A. (2014). Using cognitive interviews to assess the cultural validity of state and trait measures of mindfulness among zen buddhists. Mindfulness, 5, 145-160.
De Bruin, E. I., Topper, M., Muskens, J. G., Bogels, S. M., & Kamphuis, J. H. (2012). Psychometric Properties of the Five Facets Mindfulness Questionnaire (FFMQ) in a Meditating and a Non-meditating Sample. Assessment, 19(2), 187-197.
De Bruin, E., Meppelink, R., & Bögel, S. M. (2015). Mindfulness in higher education: awareness and attention in university students increase during and after participation in a mindfulness curriculum course. Mindfulness, 6, 1137-1142.
Desrosiers, A., Vine, V., Curtiss, J., & Klemanski, D. H. (2014). Observing nonreactively: a conditional process model linking mindfulness facets, cognitive emotional regulation strategies, and depression and anxiety symptoms. Journal of Affective Disorders, 165, 31-37.
Eisenlohr-Moul, T. A., Walsh, E. C., Charnigo, R. J., Lynam, D. R., & Baer, R. A. (2012). The "What" and the "How" of Dispositional Mindfulness: Using Interactions Among Subscales of the Five-Facet Mindfulness Questionnaire to Understand Its Relation To Substance Use. Assessment, 19(3), 276-286.
Fan, J., McCanliss, B. D., Sommer, T., Raz, A., & Posner, M. J. (2002). Testing the efficiency and independence of attentional networks. Journal of Cognitive Neuroscience, 14(3), 340-347.
Fernandez, A. C., Wood, M. D., Stein, L. A., & Rossi, J. S. (2010). Measuring mindfulness and examining its relationship with alcohol use and negative consequences. Psychology of Addictive Behaviors, 24(4), 608-616. doi:10.1037/a0021742
Giovannini, C., Giromini, L., Bonalume, L., Tagini, A., Lang, M., & Amadei, G. (2014). The Italian Five Facet Mindfulness Questionnaire: A Contribution to its Validity and Reliability. Journal of Psychopathology and Behavioral Assessment, 36(3), 415-423. doi:10.1007/s10862-013-9403-0
Hayes, S. C., Follette, V. M., & Linehan, M. M. (Eds.). (2004). Mindfulness and acceptance:
Expanding the cognitive-behavioral tradition. New York: Guilford Press.
Hölzel, B. K., Lazar, S. W., Gard, T., Schuman-Olivier, Z., Vago, D. R., & Ott, U. (2011). How Does Mindfulness Meditation Work? Proposing Mechanisms of Action From a Conceptual and Neural Perspective. Perspectives on Psychological Science, 6(6), 537-559.
Jha, A. P., Krompinger, J. & Baime, M. J. (2007). Mindfulness training modifies subsystems of attention. Cognitive Affective Behavioral Neuroscience. 7, 109–119.
Kabat-Zinn, J. (1994). Wherever you go, there you are: Mindfulness meditation in everyday life. New York, NY: Hyperion.
Kabat-Zinn, J. (2003). Mindfulness-Based Interventions in Context: Past, Present, and Future. Clinical Psychology: Science and Practice, 10(2), 144-156.
Linehan, M. (1993). Cognitive-behavioral treatment of borderline personality disorder. New York: Guilford Press.
Malinowski, P. (2013). Neural mechanisms of attentional control in mindfulness meditation. Frontiers in Neuroscience, 7.
Petrocchi, N., & Ottaviani, C. (2016). Mindfulness facets distinctively predict depressive symptoms after two years: The mediating role of rumination. Personality and Individual Differences, 93, 92-96. doi:10.1016/j.paid.2015.08.017
Posner, M. I. & Petersen, S. E. (1990).The attention system of the human brain. Annual Review of Neuroscience, 13, 25–42.
Sauer, S., Walach, H., Schmidt, S., Hinterberger, T., Lynch, S., Büssing, A., et al. (2013). Assessment of mindfulness: Review on state of the art. Mindfulness, 4(1), 3–17.
Segal, Z. V., Williams, J. M., & Teasdale, J. D. (n.d.). Mindfulness-based cognitive therapy
for depression: A new approach to preventing relapse.
Spears, C. A., Houchins, S. C., Stewart, D. W., Chen, M., Correa-Fernández, V., Cano, M. Á, . . . Wetter, D. W. (2015). Nonjudging facet of mindfulness predicts enhanced
smoking cessation in Hispanics. Psychology of Addictive Behaviors, 29(4), 918-923.
Tang, Y., Hölzel, B. K., & Posner, M. J. (2015). The neuroscience of mindfulness meditation. Nature Reviews Neuroscience, 16, 213–225.
Taylor, N. Z., & Millear, P. M. (2016). Validity of the Five Facet Mindfulness Questionnaire in an Australian, meditating, demographically diverse sample. Personality and Individual Differences, 90, 73-77.
Thompson, B. L., & Waltz, J. (2007). Everyday mindfulness and mindfulness meditation: Overlapping constructs or not? Personality and Individual Differences, 43(7), 1875-1885.
Van Den Hurk, P. A. M., Giommi, F., Gielen, S. C., Speckens, A. E., & Barendregt, H. P. (2010). Greater efficiency in attentional processing related to mindfulness meditation. The Quarterly Journal of Experimental Psychology, 63(6), 1168-1180.
Veehof, M. M., ten Klooster, P. M., Taal, E., Westerhof, G., & Bohlmeijer, E. T. (2011). Psychometric propoerties of the Dutch five facet mindfulness questionnaire (FFMQ) in patients with fibromyalgia. Clinical Rheumatology, 30, 1045-1054.
